崔艳娟，唐林禄

(1.大连工业大学 管理学院，辽宁 大连 116034;2.中国建设银行大连分行，辽宁 大连 116000)

随着辽宁经济的发展，农村金融发展水平逐步提高，金融发展规模不断扩大，农村金融发展机构存贷款余额呈现快速增长趋势。截至2010年，辽宁省农村金融机构存款余额和贷款余额分别为1919.7亿元和1320.6 亿元，分别是1990年的14.3 倍和11.5 倍。为了满足农村金融的新需求以及缓解农村信用社的压力，逐步建立了村镇银行、贷款公司、农村合作银行、农村商业银行等新型农村金融机构，基本形成了以农村信用社为主体，农业银行与农业发展银行协同发展，以非正规金融为补充的农村金融体系。农村金融得到了明显的发展，对农村地区经济发展起到了积极的作用。本文借助单位根检验、协整检验和Granger 因果关系检验的计量方法，对二者关系进行实证分析，从而为相关政策的制定提供经验检验的参考与借鉴。

一、文献综述

在Goldsmith(1969)和Shaw(1973)等人开创金融发展理论后［1－2］，King 等(1993)、Rajan 等(1998)、Allen 等(2000)、Levine(2004)等进行了大量的理论与实证研究并基本认同金融发展对经济增长的重要关系，但对于二者的因果关系却存在着争议［3－6］。一部分人认为金融发展促进了经济增长，如早期的Schumpeter(1911)和Hicks(1969)等从技术进步、工业发展等不同角度充分肯定了金融对经济发展的促进作用［7－8］。金融发展促进经济增长是金融发展理论的重要结论，金融发展对经济增长的重要推动作用得到了大量的理论与实证研究。但也有一部分研究指出，金融发展是经济增长的被动结果，Thangavelu 等(2004)认为经济增长创造了金融服务的需求，金融部门发展是实体经济增长的必然结果［9］。Patrick(1966)提出金融发展可以是被动的和相对滞后的，也可以是主动的和相对先行的，并将二者的因果关系总结为供给领先型和需求追随型，即在经济增长的起步阶段，金融引导经济增长，当经济进入快速增长阶段，经济增长会对金融服务产生需求［10］。

我国很多学者也对金融发展与经济增长进行了研究，并形成了代表性的观点。如谈儒勇(1999)认为金融中介发展与经济增长正相关，但股票市场对经济增长作用有限，甚至不利［11］。韩廷春(2002)认为金融发展对经济增长的作用极其有限［12］。史永东等(2003)实证研究的结论表明金融发展与经济增长存在高度相关性，并存在双向因果关系，但也指出金融发展与经济增长关系的复杂性［13］。姚耀军(2009)采用两阶段最小二乘法证明了正规与非正规金融发展对我国经济增长均具有显著的促进作用［14］。陆静(2012)的实证结果表明金融发展促进经济增长，但不是经济增长的主导因素［15］。农村金融发展与经济增长的作用是近年来的研究方向之一，但从结论上看也不完全一致。

尽管这些研究没有达成完全一致的结论，但是无论经济学家还是政策制定者都倾向于金融发展对经济增长具有重要影响这一观点，并认为金融发展是经济增长的一个重要决定因素。国内外诸多学者对金融发展与经济增长关系进行了大量的研究，但缺少地方农村金融发展与农村经济增长关系的直接研究，本文以辽宁省农村金融发展与农村经济增长关系为研究对象，有利于丰富相应的研究成果。

二、模型构建与变量说明

以Y 表示农村经济增长水平，F 表示农村金融发展，X 表示其他控制变量构建检验模型(1)。

对式(1)两边取对数，得到式(2)，从而消除时间序列数据异方差的影响。取对数并不改变变量之间的协整关系。

式中，e 为残差项。

考虑到农村数据的可获得性，农村经济增长水平(Y)以实际农林牧渔生产总值进行衡量，即以剔除物价因素的农林牧渔总产值表示。对于农村金融发展指标，由于不能直接使用戈氏和麦氏指标，这里选取金融相关率(FIR)，即农村存贷款之和/农村GDP 表示，其中农村存款余额以农业存款和农户储蓄存款之和计算，农村贷款余额以农业贷款和乡镇企业贷款之和计算。由于固定资产投资规模是农村经济增长的重要影响因素，因此，控制变量以农村固定资产投资额表示。

数据样本区间为1990—2010年，数据来源于1991—1994年《辽宁经济统计年鉴》和1995—2011年《辽宁统计年鉴》，并经过整理计算得出。对样本数据的分析，则采用经济计量的方法，借助Eviews软件进行分析。首先对单位数据进行平稳性检验，并以EG 两步法分析协整关系，进行单位根检验以确定数据的平稳性。为避免时间序列的非平稳性所导致的“伪回归”，采用协整检验、Granger 检验和误差修正模型检验辽宁省农村金融发展与农村经济增长之间的关系。

三、检验结果

1.数据稳定性的单位根检验

LNY、LNF 和LNX 具有同方向的共同变化趋势，为避免时间序列的伪回归，这里采用ADF 法对时间序列的平稳性进行检验。检验结果如表1所示。LNY、LNF 和LNX 的水平序列ADF 检验值均大于5%显著水平下的临界值，接受存在单位根的原假设，都是非平稳的时间序列;LNY、LNF 的一阶差分序列ADF 检验值均大于5%显著水平下的临界值，接受存在单位根的原假设，都是非平稳的时间序列，但LNX 的一阶差分序列ADF 检验值均小于5%显著水平下的临界值，拒绝存在单位根的原假设，是平稳的时间序列;LNY、LNF 和LNX 的二阶差分序列，ADF 检验值均小于5%显著水平下的临界值，拒绝存在单位根的原假设，都是平稳的时间序列。LNY、LNF 和LNX 为二阶差分平稳的时间序列，满足协整检验前提条件，能够进行协整检验。

表1 ADF 单位根检验结果

2.协整关系检验

为检验变量LNY、LNX1和LNX2是否存在协整关系，采用EG 法检验。借助Eviews 6.0 对式(2)的估计得到如下方程:

从回归结果看，Adjusted-R2=0.9281，表明方程拟合较好;方程通过F 检验，说明相关系数是显著的，农村金融发展和农村固定资产投资对农村经济增长具有正的积极效应，农村金融发展每变动1个单位，将带动辽宁省农村经济增长0.5044个单位，农村固定资产投资对经济增长的促进作用是0.3142个单位。但是由于检验参数D.W.=0.8321，因此需进一步对残差进行单位根检验，从而明确二者存在的协整关系，而非伪回归现象。残差检验结果表明:在5%显著水平下，残差序列的单位根检验的值为－2.100 207，小 于5% 显 著 水 平 下 的 临 界 值－1.959 07，拒绝残差序列存在单位根的原假设，残差序列是平稳的。因此，辽宁省农村金融发展与农村经济增长之间存在长期的均衡关系。

3.Granger 因果关系检验

协整关系检验仅说明了辽宁省农村金融发展与农村经济增长存在长期均衡关系，而对于二者之间的因果关系须进一步以Granger 因果检验判断。检验结果如表2所示。检验结果表明，在5%显著水平下，存在辽宁省农村全社会固定资产投资是农村经济增长的单向Granger 原因，辽宁省农村经济增长是农村金融发展的单向Granger 原因。

表2 Granger 因果关系检验结果

4.短期误差修正

协整检验和Granger 因果关系检验表明，辽宁省农村全社会固定资产投资及农村金融发展与农村经济增长之间存在长期协整关系，且存在从农村全社会固定资产投资到农村经济增长的单方向关系以及从农村经济增长到农村金融发展的单方向关系。但即便存在这一关系，仍会存在短期失衡，因此，这里建立短期误差修正模型进行估计，估计结果如表3所示。检验结果显示，R2=0.287 142 ＞0，说明误差修正模型中的被解释变量是受到限制的，金融发展对经济增长的短期偏离可以得到修正，不会出现长期的偏离。误差修正模型正项ECM 的系数为－0.050 913，具有正确的符号，符合反向修正机制，同时P 值为0.0002，统计上高度显著，说明当受到短期影响后，其向长期均衡收敛速度是5.09%，也就是短期对长期均衡的偏离在下一期可以得到5.09%的修正。

表3 误差修正模型回归结果

四、结论与政策建议

辽宁省农村金融发展与农村经济增长具有长期协整关系，农村金融发展对农村经济增长的促进效应为0.3142，说明辽宁省农村金融发展每增加1个单位，辽宁省农村经济增长就会增加0.3142个单位。同时，存在辽宁省农村经济增长和农村金融发展的单向因果关系。这表明，辽宁省农村经济发展对农村金融发展具有推动作用，但是农村金融发展对促进农村经济增长的作用不明显。当受到短期冲击时，短期均衡向长期均衡的调整速度为5.09%。

在政策制定方面，建议完善农村金融体系，以农业产业化发展和农村经济战略性调整为目标，适当强化金融机构支农职能，发挥农业银行、农村信用社等传统农村金融机构的作用，积极进行农村金融机构创新，推动村镇银行等微型金融的发展，规范引导民间金融行为，建立多元化多层次的农村金融机构体系，丰富农村金融产品，满足农村金融的多层次需求。努力营造健康的农村金融发展环境，完善农村金融基础设施建设，建立农村信用等级评价机制，宣传相关的金融法律法规等，从而，促进农村金融发展，发挥其促进辽宁农村经济增长的作用。

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